师徒关系对员工创新绩效的影...：创新自我效能和正念的作用_连瑞瑞.pdf

2023年第04期（2023年04月）No.04 202354黑河学院学报JOURNAL OF HEIHE UNIVERSITY当今社会竞争激烈，如何继续兴盛发展成为国有企业越来越重视的问题。创新是国有企业保持活力，不断发展壮大的制胜法宝，更是员工发展的基本路径。然而对于员工的创新热情如何被激发及其创新绩效怎样正确地被衡量，是企业和相关学术界共同探讨的问题。员工的创新行为不仅仅是一种个人层面的工作表现，企业应利用员工的创新绩效来提高整个企业的创新绩效，从而增强企业的竞争优势1。目前，已有研究对影响员工周边绩效的因素做出探讨，如工作敬业度、人与组织匹配等2，但创造力的交互作用视角认为影响员工创新绩效仍有很多因素。师徒关系作为企业重要资源，对徒弟产生创新行为有着很大的影响，已有研究证实师徒关系能增加徒弟创新绩效，但其中的作用机制探讨涉及较少。中国是一个友好型的开放国家，人际关系非常重要，国有企业亦是如此。师徒关系与员工创新绩效的研究涉及到企业发展，徒弟创新行为因师徒关系被激发而促进创新绩效，对企业提高整体绩效具有一定的指导意义。作为一种发展型人际关系，师徒关系与徒弟创新自我效能具有紧密联系。由于师傅给徒弟提供的心理资源和情绪性资源能帮助徒弟提高自信，有效增强了徒弟的自我效能感和组织归属感，在工作中可以减少很多无法预测的障碍，缓解创新压力3，有助于刺激徒弟产生创新绩效。因此，创新自我效能可能是提高员工创新绩效的关键因素。在创新成为研究热点的同时，创新自我效能也越来越受人们的重视，但国内外对其在师徒关系和员工创新绩效之间的探究较为匮乏。因此，从员工创新自我效能的视角来探讨师徒关系与徒弟创新绩效的影响是值得关注的一个问题。在分析研究师徒关系对员工创新绩效的影响时，员工个体的心理状态对这一研究的作用不容小觑。正念是一种心理资源，每个个体都会拥有，但并非所有员工的正念水平都相同，同时使用这种资源来提高自身的创新自我效能。正念能够有效调整个体的情绪，通过个体的内心世界影响员工创新自我效能从而对创新绩效产生作用。Law(2002)等研究指出，当员工的情绪智力较高时其工作绩效也会提高4，据此本文推测徒弟正念水平的高低会对师徒关系与员工创新绩效之间的关系产生影响。因此，基于工作要求-资源模型，本文试图揭开师徒关系对徒弟创新绩效作用机制的“黑箱”，在丰富相关理论成果的同时提出相应的管理启示与借鉴。一、理论基础与研究假设(一)师徒关系与徒弟创新绩效师徒关系是指一种富有经验的员工(师傅)和一个经验缺乏的员工(徒弟)之间强烈的人际交换关系。在这种关系中，徒弟的职业生涯发展受师傅的影响，因为师傅可以给徒弟提供职业建议、反馈、支持等”5。社会心理维度和职业生涯维度是师徒关系最初的构成维度，该模型认为师傅通过职业发展、心理支持两方面来影响徒弟6；之后又引入角色模范维度，揭示在师徒关系中师傅的模范作用7；目前，在师徒关系的研究中，三维模型(社会心理、职业生涯、角色模范)是比较受欢迎并运用比较多的一种模型8。学术界对于师徒关系的研究认为，师徒双方乃至组织都会在这种师徒关系中受益。对于徒弟，Allen(2005)等验证了师徒关系对徒弟工作绩效、创新行为等有显著影响9。对于师傅，Reich(1995)等提出了师徒关系对师傅职业生涯进一步发展、社会地位等具有正向影响10。对于组织，师徒关系可以增强员工对组织的归属感，使员工尽其最大努力为组织贡献，从而提高组织整体效益10。Tierney(1999)等研究表明，徒弟创新绩效受相关领导心理特征及领导情境的影响。如果一个领导具有较强的创新欲望并对创造性工作有强烈的内在动机时，就会产生很多创新收稿日期：2023-02-24基金项目：安徽省高校省级人文社会科学重点研究项目“全球化视角下公共危机恢复管理体系构建”(SK2020A0272)；安徽省高校省级人文社会科学重点研究项目“长三角一体化背景下合肥区域特大城市社会治理能力创新机制研究”(SK2020A0268)作者简介：连瑞瑞(1983)，男，安徽阜阳人，副教授，博士，硕士研究生导师，主要从事公共部门人力资源管理、科研创新管理研究；刘杰(1996)，女，安徽铜陵人，硕士研究生，主要从事公共部门人力资源管理研究；吴琼(1997)，女，安徽合肥人，主要从事人力资源管理研究。doi：10.3969/j.issn.1674-9499.2023.04.016师徒关系对员工创新绩效的影响机制：创新自我效能和正念的作用连瑞瑞1,2刘杰1吴琼1(1.安徽建筑大学 公共管理学院，安徽 合肥 230601；2.安徽省城市发展研究中心，安徽 合肥 230601)摘 要：基于工作要求资源理论模型，本研究探讨师徒关系对徒弟创新绩效的影响，以及创新自我效能的中介作用和徒弟正念的调节作用。通过对来自长三角地区部分国有企业在职人员的807份有效数据的分析结果显示：师徒关系对员工创新绩效有显著的正向预测作用；徒弟创新自我效能在师徒关系与员工创新绩效之间具有部分中介作用；徒弟正念负向调节师徒关系对徒弟创新自我效能的影响。关键词：师徒关系；创新自我效能；正念；员工创新绩效中图分类号：C936 文献标志码：A 文章编号：1674-9499(2023)04-0054-052023年第04期（2023年04月）No.04 202355管理研究行为11，徒弟视其为榜样，也会经常性地出现创新行为，产生更多的创新绩效。工作要求资源模型为人类更好地分析师徒关系怎样影响员工的创新绩效提供了一个新的架构。该理论认为，员工在完成工作过程中会产生两种完全相反的行为：一种是无法完成工作，从而感到挫折，并产生消极的工作行为；另一种是有信心完成工作，并被鼓励产生积极的工作行为。这两种截然不同的工作行为主要取决于工作要求和工作资源二者之间是否相符，当资源满足了要求时，就会产生积极的行为；当资源达不到要求的标准时，就会产生消极的行为12。基于工作要求资源模型，在高质量的师徒关系中，师傅将会提供给徒弟更多机会去获得资源，机会本身也是一种资源。首先，人际关系技能好的徒弟会比关系技能差的徒弟更能获得相对多的来自师傅的资源和心理支持13。其次，Eby(2013)等研究指出，徒弟通过和师傅沟通获得建议和帮助，从社会资本的网络节点中获取信息和资源，进而对徒弟的工作绩效、心理成功、职业进步产生正向影响14。研究表明工作场所中高质量的师徒关系有利于提高员工的工作满意度，能够帮助组织留住员工、创建高绩效文化来增加组织的竞争优势15。由前文所述可见：第一，师傅可以直接给徒弟提供资源，并在职业、心理等方面对徒弟进行支持和帮助，从而增加徒弟创新绩效；第二，师徒关系作为一种人际交换关系，良好的关系会给徒弟带来其他资源，而资源的增加会促进员工创新行为的出现，提高员工创新绩效。由此，本文提出假设：假设1：师徒关系正向影响徒弟创新绩效。(二)创新自我效能的中介作用美国心理学家Bandura将自我效能(self-efficacy)定义为“人们对完成某项工作任务，达成工作目标的自信程度及对其自身能力的评估”16。Farmer等以“自我效能”为基础，提出了创新自我效能(creative self-efficacy)的含义，创新自我效能即创造力自我效能，是“个体对于创新工作的能力预期及能否取得创新成果的自信程度”17。Bandura曾指出“创新需要有一种坚定的效能感，在长时间投入大量精力，但工作结果远不及预期效果、受到社会贬斥等情况下，仍能坚持创造性努力，这就是自我效能在发挥作用”18。Bandura还提出了交互决定论(reciprocal determinism)，认为个人行为、内部主观因素与外部环境是相互联系和相互决定的。Bandura认为，心理功能(个人的内部因素，如认知因素、情绪因素等)、行为以及周边环境这三个决定因素之间持续交互作用。人是外部环境、内部主观因素以及过去和现在行为三者之间动态相互作用的结果16。一些研究已表明员工创新自我效能会促进创新绩效的产生。员工在完成任务过程中，其创新自我效能越高，更会创造性地解决问题，产生创新绩效的机会越多。因此，高创新自我效能的员工对于完成任务有强烈的信念和努力，产生相应的创新绩效；低创新自我效能的员工往往会想象失败的场景，自我阻拦，加大出现创新行为的难度，降低创新绩效产生的机会。由此，本文提出以下假设：假设2：创新自我效能对员工创新绩效产生正向直接影响。与组织中的其他关系相比，高质量的师徒关系能够给徒弟提供更高的创新自我效能感。员工创新自我效能是产生创新绩效的主要影响因素，是一种内在的心理资本，而作为人的内部认知因素的这种心理资本会受到周边环境的影响，师傅的行为会有意或无意对徒弟造成影响2，徒弟将师傅作为学习的榜样，会无意识地学习师傅的行为和观念等。根据已有研究成果来看，高质量的师徒关系能够给徒弟提供很多的工作资源，还能增加徒弟的心理资本，提高员工在工作中获得薪资等效益。根据工作要求-资源模型可知，工作要求少而工作资源较多时，增强了员工成功完成任务的信心，从而提高员工的创新自我效能感。由此，本文提出如下假设：假设3：师徒关系正向影响徒弟创新自我效能相关研究指出师徒关系能够给徒弟在职业、心理行为等层面提供一些建议和帮助，为员工提供更多的智力资源与心理资源，增强员工的自信心，提高徒弟创新自我效能，使徒弟用创新思维看待与解决问题。此外，从师徒关系的角色示范维度看，师傅的榜样作用能够使员工增强信心与信念，师傅在创新方面的成功经验使徒弟相信自己也可以像师傅那样取得创新成果，从而提高员工创新自我效能19，进而更愿意创造性地完成工作。因而提出如下设想：假设4：创新自我效能在师徒关系和员工创新绩效之间起中介作用。(三)徒弟正念的调节作用以往对提高员工创新绩效偏重于员工行为状态的研究，而忽视了对员工内在心理状态的分析探讨。正念(mindfulness，又称心智觉知)，起源于东方佛教，最初是在医学领域用来治疗相应病症，之后才被许多大型企业用于工作之中。Kwee等将正念定义为把注意指向此时此刻，且不对当下事物做任何评判的一种意识状态，按照实际进行认知20。Olendzki等研究得出正念能够使人们集中于注意他们所在的场所并表现出开放且有创造性的行为21，还会将思维集中在经验中所出现的新信息，从而产生多个想法，表现出创造性22。Brown&Ryan(2003)等认为正念是一种特殊的意识状态，是对自身想法、经验、外部环境等进行感知，主动接受当前状态，以开放、包容的态度对待内外部世界，能够促进个体改变认知，产生积极情绪并调整行为23。由前文可知，师徒关系是通过提供信息资源和心理支持，帮助徒弟消除创新行为带来的负面情绪、向徒弟提供信息和资源的支持以提高徒弟创新自我效能感。这种促进作用在徒弟表现低正念时较为明显，但在徒弟拥有客观态度且自身能在社会交往中建立很好的人际关系，获得相应的人际资源并能够正视自身存在的不足之处的高正念水平时会被抑制24。换言之，徒弟的高正念不仅能使个人直面本身的缺点并集中精神于工作之中，还能激发徒弟的创新思维并为徒弟提供创新行为所需要的大部分信息和资源25，从而导致徒弟不需要因为信息和资源不足而向师傅等其他组织成员寻求帮助与支持来提高自身的创新自我效能感。因此，徒弟正念负向调节师徒关系与员工创新自我效能之间的关系，即徒弟正念越高，师徒关系对员工创新自我效能的促进作用越小。由此，提出以下假设：假设5：徒弟正念在师徒关系和徒弟创新自我效能之间起负向调节作用。2023年第04期（2023年04月）No.04 202356管理研究综上所述，本文的总体研究模型如图1所示。图1 研究模型二、研究设计(一)研究样本2020年9月至2021年1月，以长三角地区部分国有企业在职人员为样本，利用线上问卷调查。此次调查共发放问卷1 009份，收回问卷818份，实际有效问卷是807份，有效回收率为79.98%。在此次师徒关系调查中，结交方式为单位正式指派的占62.00%，私下结交的占38.00%；其中，女性徒弟约占57.70%，男性徒弟约占42.30%；徒弟的文化程度在本科及以上的高达68.90%；职务主要集中于人力资源管理类、运营管理类等，占行业总数的68.50%。此外，利用一定质量控制措施来确保本次调查数据的有效性，如防重复填写IP地址的功能、问卷中的选项设置为必选、利用物质激励那些填写问卷者等。(二)变量测量本研究测量项目均采用Likert6点评分法，“1”表示“完全不同意”，“6”表示“完全同意”。1.师徒关系运用Scandura等7开发的9题项量表进行测量，测量条目包括“我会和师傅谈论私人问题”“师傅是我经常效仿的对象”等，内部一致性系数为0.931。2.创新自我效能运用Allen等26开发的6题项量表进行测量，测量条目包括“我觉得我擅长提出新颖的想法”“我对自己创造性解决问题的能力有信心”等，内部一致性系数为0.913。3.创新绩效运用Janssen等27开发的9题项量表进行测量，测量条目包括“我会用新颖的方法解决工作中的问题”“我会为改进工作而提供建议”等，内部一致性系数为0.944。4.正念运用Brown等23开发的正念注意知觉测量表进行测量，测量条目包括“我觉得持续专注于当下发生的事情是很困难的”“我发觉自己会做事心不在焉”等，内部一致性系数为0.927。5.控制变量选择结交关系、结交年限、师傅与徒弟性别、徒弟工龄、徒弟教育背景、行业等作为控制变量。三、数据分析结果(一)描述性统计分析与相关分析本研究运用SPSS22.0软件对调查问卷数据展开描述性统计分析，得出各测量变量的均值、标准差以及相关系数等。数据分析结果如表1所示。(二)假设检验本研究运用SPSS22.0软件对调查问卷数据展开分析，将各个变量标准化之后逐步代入模型，结果如表2(下页)。可以看出，此调查统计数据中，各测量变量的内部一致性系数均超过0.910，说明样本数据实现了较高的稳定性与一致性，可进行下一步分析。根据表中的数据可知，在控制结交关系、结交年限、师傅与徒弟性别、徒弟工龄、徒弟教育背景、行业等后，师徒关系与员工创新绩效显著正相关(模型6：=0.741，p0.001)、师徒关系与员工创新自我效能之间显著正相关(模型2：=0.759，p0.001)、员工创新自我效能与创新绩效之间显著正相关(模型7：=0.801，p0.001)。因此，假设1、假设2、假设3得到验证，这为其他假设验证提供了基本依据。1.中介效应为验证员工创新自我效能的中介作用，模型7在模型5的基础上，添加了中介变量(创新自我效能)对因变量(员工创新绩效)的作用。之后模型8在模型6的基础上，加上中介变量(创新自我效能)的影响。模型8中数据表明，中介变量(创新自我效能)对因变量(员工创新绩效)正向显著作用(=0.580，p0.001)，且加入中介变量(创新自我效能)，自变量(师徒关系)对因变量(员工创新绩效)的正向预测作用下降，由模型6中的0.741降低为0.300(=0.441)，但师徒关系和员工创新自我效能对徒弟创新绩效的影响仍然显著，说明了员工创新自我效能起到了中介作用。因此，假设4得以证实。2.调节作用为验证假设模型中徒弟正念的调节效应，本文采用回归表1 各变量的均值、标准差、相关系数矩阵及其内部一致性系数测量变量均值标准差1234567891011121.结交关系1.38.4862.结交年限2.751.295.119 3.师傅、徒弟性别2.681.205.000-.0054.徒弟年龄32.2015.501-.011.242.0385.徒弟工龄5.115.980-.089.425.011.314 6.徒弟教育背景2.901.379-.005-.026.260.006.0157.行业3.61.845.050-.127.059-.163-.176-.0348.职务6.213.895.011.000.169-.005.015.266-.0469.师徒关系34.716 2 8.257 98.039.164.071.039.111.085-.069.133(0.931)10.创新自我效能13.957 2 3.410 48-.021.052.023.044.128.043.007.069.741(0.913)11.正念15.287 7 5.603 80.008.011.038.102-.025.006.038-.081.275.270(0.927)12.员工创新绩效35.868 8 7.792 08-.011.081.050.030.129.104-.020.125.739.809.312(0.944)2023年第04期（2023年04月）No.04 202357管理研究模型，将所有变量标准化之后逐步带入模型，分析结果见表2。由表2可知，师徒关系与徒弟正念交互项的标准化回归系数为负且显著(=-0.576，p0.001)，即徒弟正念在师徒关系对徒弟创新自我效能的影响过程中起到负向的调节作用，假设5得到验证。为更清晰地判断徒弟正念的调节效应，本文采用简单斜率图法(Simple Slope Test)进行分析，如图2所示，比较不同徒弟正念水平的师徒关系与徒弟创新自我效能的关系线段可以发现，相对于低水平徒弟正念条件下的关系线段，高水平正念条件下关系线段的斜率明显降低。也就是说，在高水平徒弟正念时，师徒关系对徒弟创新自我效能作用相对较弱，而在低水平正念时，师徒关系对创新自我效能的作用更加明显。假设5得到进一步验证。图2 徒弟正念对师徒关系与徒弟创新自我效能的调节作用四、研究结论与展望(一)研究结论本研究基于问卷调查和工作资源模型，探讨了师徒关系对员工创新绩效的直接影响，以及员工创新自我效能的中介作用和正念的调节作用。研究结果证实了师徒关系对员工创新绩效具有正向积极影响；师徒关系能正向直接影响员工创新自我效能；员工创新自我效能对其创新绩效产生正向直接影响；员工创新自我效能在师徒关系和员工创新绩效之间具有中介作用；徒弟正念在师徒关系与创新自我效能之间起调节的作用，随着徒弟正念水平的提高，师徒关系对创新自我效能的影响越低。(二)理论贡献和实践启示基于过往研究成果，本文在研究师徒关系和员工创新绩效时，探索性地引入了工作资源模型，以师徒关系作为自变量，创新自我效能为中介变量、正念为调节变量，构建了一种创新型的研究模型。创新自我效能是一个极其重要的变量，对员工创新绩效产生深远影响，在师徒关系与员工创新绩效之间起中介角色，后续研究中可从更宽泛的角度探讨创新自我效能。本研究立足于我国背景，从部分国有企业(主要为创新型企业)的员工创新绩效入手进行实证分析。在管理实践方面，本文研究成果对存在师徒关系组织管理有以下启示：第一，国有企业要转变发展方式，改善管理模式，要以人为核心，重视员工创新绩效，要尽可能地给员工在工作和生活上的支持和帮助，从而增强员工创新能力。第二，不断完善国有企业师徒关系的建设与管理，使师徒关系发挥其最大效用，应意识到师徒关系的重要性，重点开展创新型的师徒制。第三，国有企业对员工应注重创新自我效能的培养。每个企业要注重塑造浓厚的组织创新氛围，向员工提供创新帮助，从而增强个体创新自我效能。员工应明确创新自我效能是影响其发展的核心因素，要主动面对工作中的挫折，提高自己的心理素质。第四，将员工正念水平纳入企业的招聘选拔体系中，这能提前预测员工今后工作的行为表现，还能据此进行正确的师徒搭配，以激励员工产生更多的创新行为。(三)研究局限与展望本研究存在一些局限性。第一，由于时间、资源等客观因素的限制，问卷调查的地域与国有企业类型不够全面。本研究以长三角地区部分国有企业在职人员为主要调查对象，样本容量太小，且调查问卷发放数量有限。之后探讨可突破地域与组织类型限制，提高数据的有效性。第二，对控制变量的选择可能存在片面性。本研究仅将结交关系、结交年表2 测量变量的回归分析结果变量类别CSE 为因变量IP 为因变量直接作用调节作用直接作用中介作用模型 1模型 2模型 3模型 4模型 5模型 6模型 7模型 8结交关系-0.012-0.033-0.033-0.032-0.007-0.028 0.003-0.008 结交年限0.001-0.105 -0.103 -0.079 0.040-0.064 0.039-0.003 师徒性别0.002-0.032-0.034-0.032 0.013-0.020 0.012-0.001 徒弟年龄0.009 0.024 0.015 0.028-0.015-0.001-0.022-0.014 徒弟工龄0.128 0.091 0.096 0.088 0.115 0.078 0.012 0.025 职务0.026-0.009-0.010-0.018 0.074 0.040 0.053 0.045 教育0.036 0.068 0.065 0.066 0.010 0.042-0.019 0.002 行业0.062-0.022-0.014-0.027 0.102 0.020 0.053 0.033 MF0.759 0.739 0.972 0.741 0.300 CSE0.801 0.580 MD0.067 0.518 MFMD-0.576 F2.333 116.598 106.536 101.521 4.003 111.629 176.027 188.364 R20.023 0.568 0.572 0.584 0.039 0.558 0.665 0.703 R20.545 0.004 0.012 0.039 0.627 0.145 注：*代表p0.05，*代表p0.01，*代表p0.001；MF是师徒关系，CSE是创新自我效能，MD是正念。2023年第04期（2023年04月）No.04 202358管理研究限、师傅与徒弟性别等作为控制变量，但还有部分可能存在的影响变量未考虑纳入，如国有企业文化、组织气氛等这些因素对员工创新绩效都会产生影响。后续的研究尽可能地多控制一些明显的影响变量，从而可以提供更广阔.研究视角。第三，引入的中介、调节变量较为单一。本研究仅将创新自我效能作为中介变量，正念作为调节变量，而未考虑其他变量是否存在调节和中介作用，之后相关分析中可选取更多可能影响因素，构建更为完整的研究模型。参考文献：1田红.真实型领导、创新自我效能感与员工创新绩效的关系研究D.苏州:苏州大学硕士论文,2012.2连瑞瑞,陈松林.师徒关系对徒弟周边绩效的影响:工作敬业度的中介作用和人组织匹配的调节作用J.预测,2017,36(6).3李进生,曾颢,赵曙明.师徒制对徒弟创新绩效的影响机制研究:心理可得性和主动性人格的作用J.商业经济与管理,2021(3).4Law K S,Wong C S,Song L J.The Construct and Criterion Validity of Emotional Intelligence and Its Potential Utility for Management StudiesJ.Applied Psychological,2004,89(3).5韩翼,杨百寅.师徒关系开启徒弟职业成功之门:政治技能视角J.管理世界,2012(6).6Kram K EIsabella L A.Mentoring Alternatives:The Role of Peer s in Career DevelopmentJ.Academy of Management Journal,1985,28(1).7Scandura T A.Mentorship and Career Mobility:An Empirical InvestigationJ.Journal of Organizational Behavior,1992,13(2).8Wanberg C R,Welsh E T,Hezlett S A.Mentoring Research:A Review and Dynamic Process ModelJ.Research in Personnel and Human Resources 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negatively moderated by the apprentices mindfulness,which affects the apprentices innovation self-efficacy.Key words:mentorship;innovation self-efficacy;mindfulness;employee innovation performance 责任编辑：万红2王燕,林晓婵,姜瑛.乡村振兴战略下黑龙江省乡村旅游发展实施路径研究J.山西农经,2023(4).3李源峰.乡村振兴战略下中国城乡融合发展研究D.武汉:武汉大学博士论文,2022.4胡书航.新时代曲艺音乐文化助力乡村振兴研究以湖北大悟县钢镰大鼓为例J.歌海,2021(4).5苏海新.乡村振兴背景下休闲农业的发展实践与思考以Z市为例J.商展经济,2023(3).6陈炯.艺术振兴乡村的策略与方法研究J.中国人民大学学报,2021,35(2).7张天彤.贴近保护与传承的民族音乐学以北方人口较少民族传统音乐的科研、教学实践为例J.中国音乐,2020(1).8汤洋.黑龙江流域少数民族的艺术文化J.黑龙江民族丛刊,2019(3).Research Thinking of Music Culture Governance of Ethnic Minorities in Heilongjiang River Valley in the Process of Rural RevitalizationJiang Chen Fu Pengfei(Heihe University,Heihe 164300,China)Abstract:The music culture of ethnic minorities in the Heilongjiang river valley is an important part of the traditional culture of ethnic minorities with a small population in the north,and it is most closely related to the life of local ethnic minorities.The spiritual resources of community identity of the Chinese nation can be extracted from the traditional music culture,and gets applied to the current practice of peoples music culture and rural revitalization life construction,which has very important practical significance and academic value.Key words:Heilongjiang river valley;minority music;cultural governance责任编辑：万红(上接第 53 页)